楊友才 陳耀文

(青島科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，山東 青島 266100)

經(jīng)歷了改革開放近40年的高速發(fā)展，中國已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，發(fā)展速度之快令世界震驚。雖然中國速度享譽(yù)世界，但經(jīng)濟(jì)質(zhì)量還有很大的提升空間。就目前發(fā)展?fàn)顩r看，由高速度發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實(shí)條件已經(jīng)具備。首先，我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了巨大變化，消費(fèi)代替投資成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一動力，中等收入群體的擴(kuò)大提高了高質(zhì)量產(chǎn)品和服務(wù)的需求；其次，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為高質(zhì)量發(fā)展提供了政策支持；再次，活躍而富有效率的科技成長為高質(zhì)量發(fā)展提供了技術(shù)支撐。但是，我國地域遼闊，人力資源、物質(zhì)資源和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在地區(qū)間的分布差異明顯，尤其是改革開放初期實(shí)施的東部優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略致使我國區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平十分懸殊。盡管中央政府對欠發(fā)達(dá)地區(qū)實(shí)施了一系列的優(yōu)惠政策扶持產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但資源的局限使得中西部地區(qū)的發(fā)展速度遠(yuǎn)低于東部地區(qū)。

黨的十九大報(bào)告指出，我國現(xiàn)階段的發(fā)展仍是不平衡、不充分的，區(qū)域間的發(fā)展差異過大不利于國家的整體發(fā)展和綜合國力的提升。那么，如何實(shí)現(xiàn)處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型期的我國經(jīng)濟(jì)增長速度與經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平同步提升呢？本文基于金融資源配置效率和全要素生產(chǎn)率(TFP)的視角，通過面板向量自回歸模型(PVAR)探討我國東中西部經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平互動機(jī)制的差異性，為提升東中西部經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展水平，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提供我們的政策建議。

一、經(jīng)濟(jì)增長速度與質(zhì)量水平互動機(jī)制的相關(guān)理論

經(jīng)濟(jì)增長速度與質(zhì)量水平互動機(jī)制的相關(guān)理論分析，主要從兩個方面展開：一是金融資源配置效率、全要素生產(chǎn)率(TFP)和經(jīng)濟(jì)增長速度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平的作用機(jī)制；二是東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異及影響因素研究。

盡管全要素生產(chǎn)率(TFP)被廣泛用作衡量經(jīng)濟(jì)增長的方式，但也有學(xué)者對此提出質(zhì)疑。如有學(xué)者認(rèn)為,導(dǎo)致國家長期增長的動力是技術(shù)創(chuàng)新而非TFP(易綱等，2003)，傅曉霞等(2006)更是得出了是要素積累而非全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了影響的結(jié)論。然而，隨著經(jīng)濟(jì)受TFP的影響在1990年之后逐漸升高，很多學(xué)者認(rèn)為隨著時(shí)間推移，TFP將成為經(jīng)濟(jì)增長的主要原因。如張軍、施少華(2003)通過對1952-1998年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，改革開放之后TFP對產(chǎn)出增長貢獻(xiàn)率達(dá)到了30.0%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于建國初期的13.6%水平，這一比重今后還會持續(xù)上升。Edward K.Y. Chen(1997)也認(rèn)為，東亞經(jīng)濟(jì)增長源泉主要是來源于技術(shù)變化或全要素生產(chǎn)率(TFP)，強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的重要性。

改革開放40年，中國經(jīng)濟(jì)取得了巨大的成就，但區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差異也在不斷擴(kuò)大。不斷擴(kuò)大的區(qū)域差異不僅不利于資源的合理配置，而且對整個社會的長治久安也有負(fù)面影響(袁曉玲等，2010)。楊偉民(1992)以1978-1989年人均GNP為指標(biāo)，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異進(jìn)行研究，認(rèn)為改革開放十年以來的東部優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略并沒有從整體上擴(kuò)大東中西部的收入差距，因此不必因縮小區(qū)域差距而改變這一戰(zhàn)略布局。而魏后凱(1992)對此觀點(diǎn)并不茍同，他認(rèn)為不應(yīng)該籠統(tǒng)地對改革開放以來的區(qū)域收入差距做出定論，這一差距在不同類型行業(yè)會呈現(xiàn)不同的格局，部分收入差異在縮小，而另一部分差異則在擴(kuò)大。Lyons,T.P.(1991)在以國民純收入為指標(biāo)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異進(jìn)行測算時(shí)，同樣得到了改革開放十年來中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異日趨縮小的結(jié)論，但這一差異在1990年之后又逐漸擴(kuò)大了。Kanbur et al.(1999)利用泰爾指數(shù)方法研究我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異問題，他們發(fā)現(xiàn)改革開放以來我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異呈現(xiàn)逐年增大的趨勢，而且他們與Lyons,T.P.(1991)以1990年為界呈“U”型的經(jīng)濟(jì)差異結(jié)論并不相同，這可能是由于采用不同的數(shù)據(jù)和分析方法，得到了大相徑庭的結(jié)果?？紤]到2005年全國經(jīng)濟(jì)普查對GDP進(jìn)行了修正，于是他們利用中國各省、市、自治區(qū)1980-2008年修正后的GDP數(shù)據(jù)，構(gòu)建新的區(qū)域面板數(shù)據(jù)庫對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異這一現(xiàn)象繼續(xù)進(jìn)行研究，結(jié)果表明，改革開放之初至20世紀(jì)90年代的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異以80年代為界呈“U”型，而進(jìn)入新世紀(jì)之后這一差距又逐漸縮小。由于他們應(yīng)用多種方法對這一指標(biāo)進(jìn)行反復(fù)測算，均得到相同的結(jié)論，因此他們的研究結(jié)論具有一定的借鑒意義。王煒、羅守貴(2014)利用31個省際數(shù)據(jù)對我國新世紀(jì)以來區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的研究結(jié)果顯示，2000-2012年期間，全國范圍內(nèi)的經(jīng)濟(jì)差異有所緩解，但東、中、西區(qū)域內(nèi)部的發(fā)展差異在顯著變大。[注]王煒、羅守貴：《新世紀(jì)以來中國區(qū)域發(fā)展不平衡的變動研究——基于三個層次的區(qū)位基尼系數(shù)》，《上海管理科學(xué)》2014年第5期。上述分析表明，改革開放以來我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異呈現(xiàn)先減小后增大再減小的趨勢。

造成我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的原因是什么呢？王紹光、胡鞍鋼(1999)在《中國：不平衡發(fā)展的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)》一書中，從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角出發(fā)，認(rèn)為資源稟賦、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人類福利等對中國地區(qū)差距造成了重要影響。王小魯、樊綱(2004)則從發(fā)展的角度進(jìn)行了解釋，他們認(rèn)為是改革開放期間市場導(dǎo)向的FDI以及民間資本流動在加速東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)擴(kuò)大了地區(qū)差距。[注]王小魯、樊綱：《中國地區(qū)差距的變動趨勢和影響因素》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第1期。楊愛平(2007)則認(rèn)為，區(qū)域發(fā)展不平衡是分稅制改革的結(jié)果，地方財(cái)政權(quán)的區(qū)域分化是導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的重要根源。[注]楊愛平：《地方財(cái)政權(quán)的區(qū)域分化:區(qū)域不平衡發(fā)展的一個解釋視角》，《武漢大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版)》2007年第4期。

盡管既有文獻(xiàn)對金融資源錯配、全要素生產(chǎn)率(TFP)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間已有很多深刻的研究，但大部分文獻(xiàn)的局限也是明顯的，即對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)的選取多是基于增長速度的視角。對此，本研究除了考慮增長速度以外，還對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平進(jìn)行測度，這是出于我國發(fā)展方式由高速度發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)換的考慮。另外，以往對區(qū)域差異性分析多是將各個區(qū)域作為研究對象集合中的一個元素，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異程度作為一個綜合指標(biāo)進(jìn)行比較，而本研究則將各個區(qū)域作為一個獨(dú)立的集合，采用相同的指標(biāo)和方法分別對各區(qū)域進(jìn)行測算，通過比較各區(qū)域測量值的不同來達(dá)到區(qū)域差異分析的效果。

本研究的創(chuàng)新點(diǎn)：一是在測算金融資源配置效率時(shí)，使用了兼顧時(shí)間序列與截面數(shù)據(jù)的特性廣義面板DEA模型，克服了傳統(tǒng)DEA方法的缺點(diǎn)，使得測算結(jié)果具有可對比性；二是既往關(guān)于TFP對國民經(jīng)濟(jì)影響的研究多集中于TFP對經(jīng)濟(jì)增長速度的影響，卻忽略了其對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的影響，本研究充分考慮到了這一局限并對其影響機(jī)制進(jìn)行了研究；三是本研究聚焦于我國東中西部經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的差異性研究。

二、科學(xué)分析東中西部經(jīng)濟(jì)增長速度和質(zhì)量與互動機(jī)制的內(nèi)在聯(lián)系

(一)指標(biāo)選取

本研究樣本數(shù)據(jù)為2000-2015年中國30個省份(因數(shù)據(jù)缺失，剔除西藏)的省際數(shù)據(jù)，并以2000年為基期進(jìn)行折算。指標(biāo)選取了金融資源配置效率、TFP、經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平等四個方面。[注]限于篇幅，各變量的測算結(jié)果從略，有興趣者可向作者索取。

對金融資源配置效率進(jìn)行測度時(shí)，本研究主要借鑒了常帥(2010)的研究思路，將金融業(yè)從業(yè)人數(shù)、金融機(jī)構(gòu)貸款余額、政府財(cái)政支出額作為投入指標(biāo)，選取金融業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標(biāo)，[注]常帥：《中國地區(qū)金融資源配置效率評價(jià)及其影響因素的實(shí)證分析》，暨南大學(xué), 2010年。采用基于面板數(shù)據(jù)的廣義DEA方法進(jìn)行測算。對TFP進(jìn)行測度時(shí)，采用基于DEA的Malmquist指數(shù)方法，借鑒傅曉霞等(2006)的指標(biāo)，以各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)為輸出變量，勞動力與資本投入為輸入變量，此外還考慮了時(shí)間趨勢[注]時(shí)間趨勢是利用年度自然序列表示，初始年份設(shè)為1。和國家制度水平因素。其中，地區(qū)制度指標(biāo)借鑒賀小海等(2008)的研究思路選取了各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值中非國有企業(yè)的比重、全社會固定資產(chǎn)投資中非國有經(jīng)濟(jì)的份額、外貿(mào)依存度和實(shí)際利用外資占GDP比重的指標(biāo)，并通過主成分分析法將這四個指標(biāo)合成為一個地區(qū)制度指標(biāo)。[注]賀小海等：《我國銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系研究——基于分期省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2008年第2期。經(jīng)濟(jì)增長速度指標(biāo)我們以2000年為基期，以各地區(qū)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率來表示。經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平指數(shù)構(gòu)建我們參考魏婕(2012)等的研究方法，從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性、福利與資源分配、要素使用效率、能源與環(huán)境約束等五個方面進(jìn)行測算，[注]魏婕、任保平：《中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平指數(shù)的測度及其排序》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》2012年第4期。對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量綜合指標(biāo)采用因子分析法計(jì)算。

(二)模型估計(jì)與分析

平穩(wěn)性檢驗(yàn)與最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇。本研究選取了LLC和IPS兩種方法進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并選取AIC、SIC、LR、FPE、HQ等五種方法選擇最優(yōu)滯后階數(shù)。結(jié)果顯示，東部地區(qū)的AIC、LR、FPE三種檢驗(yàn)方法均顯示3階為最優(yōu)滯后階數(shù)；中部地區(qū)的AIC、LR、FPE三種檢驗(yàn)方法均顯示2階為最優(yōu)滯后階數(shù)；西部地區(qū)的AIC、SIC、LR、FPE、HQ等五種檢驗(yàn)方法均顯示1階為最優(yōu)滯后階數(shù)。[注]限于篇幅，各變量的測算結(jié)果從略，有興趣者可向作者索取。

在對模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，本研究利用前向均值差分法(Helmert)消除時(shí)間效應(yīng)與個體效應(yīng)。處理后分別將本研究的四個核心變量作為被解釋變量，變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，根據(jù)前文確定的滯后階數(shù)建立PVAR模型。其中，蒙特卡洛仿真500次，得到回歸結(jié)果。[注]限于篇幅，各變量的測算結(jié)果從略，有興趣者可向作者索取。

1.東部地區(qū)回歸結(jié)果顯示，在東部地區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長速度影響程度最大的變量是TFP，但隨著時(shí)間的延長，影響程度逐漸減小且由正變負(fù)；增長速度自身存在著加強(qiáng)機(jī)制，尤其是在滯后一期系數(shù)顯著達(dá)到了0.7857；盡管經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平在滯后一期和滯后二期抑制了增長速度，但這種抑制性的作用不顯著，且隨著時(shí)間的延長情況會逐漸改善，體現(xiàn)在滯后三期的質(zhì)量水平對增長速度有顯著的促進(jìn)作用。

對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平影響最大的變量同樣是TFP，隨著時(shí)間的推移效用逐漸降低，在滯后三期甚至變?yōu)榱素?fù)向影響；經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平受經(jīng)濟(jì)增長速度的影響較大，盡管作用方向有正有負(fù)，但其絕對值仍處于較高水平。

以上分析說明，在東部地區(qū)對速度和質(zhì)量水平影響最大的變量都是TFP。在經(jīng)濟(jì)增長速度與經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的聯(lián)動性方面，速度對質(zhì)量的單向作用效果明顯，而質(zhì)量對速度的“反哺”作用則還有很大的進(jìn)步空間。

2.中部地區(qū)回歸結(jié)果顯示，在中部地區(qū)，對經(jīng)濟(jì)增長速度影響最大的變量是TFP，隨著時(shí)間的推移影響由負(fù)變正；經(jīng)濟(jì)增長速度在滯后一期存在顯著的自我加強(qiáng)機(jī)制；經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的滯后一期對增長速度為負(fù)作用，其滯后二期作用為正；顯著性由不顯著變?yōu)槿躏@著。

對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平而言，其自身的滯后一期表現(xiàn)為顯著地促進(jìn)作用，二期變?yōu)樨?fù)作用，但不顯著。金融資源配置效率滯后一期對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平雖然為負(fù)但不顯著，二期顯著為正。經(jīng)濟(jì)增長速度滯后一期作用為負(fù)，滯后二期對質(zhì)量發(fā)展水平為正，這表明經(jīng)濟(jì)增長速度在滯后二期提高了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

3.西部地區(qū)回歸結(jié)果顯示，在西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長速度在滯后一期對自身有著顯著的促進(jìn)作用，金融資源配置效率對經(jīng)濟(jì)增長速度的促進(jìn)作用要小于其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平的促進(jìn)作用，且顯著性也弱。經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平都存在顯著的自我加強(qiáng)機(jī)制，在滯后一期時(shí)相互影響為負(fù)，但前者對后者的影響較大。

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

由于PVAR模型涉及的變量較多，難以解釋各變量之間的互動關(guān)系，因此我們采用脈沖響應(yīng)圖來直觀地刻畫各變量之間的影響機(jī)制。脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來反映所建立的向量自回歸模型中某一個變量的正交化信息對每一個變量的長短期影響，可以通過脈沖響應(yīng)圖反映各個變量的動態(tài)沖擊情況。通過將所研究時(shí)間段進(jìn)行分期考察，可以發(fā)現(xiàn)某一個變量對其自身與其他變量短期或長期的正負(fù)影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)圖像橫軸表示變量發(fā)生沖擊作用的期數(shù)，縱軸則代表各個變量面對沖擊所呈現(xiàn)的響應(yīng)程度。圖中的三條線中，實(shí)線表示為沖擊效應(yīng)，虛線表示為95%的置信區(qū)間，它可衡量一個變量受到另一個變量單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后做出的短期、純粹的影響。

圖1 東部地區(qū)脈沖響應(yīng)圖

東部地區(qū)各變量之間的脈沖響應(yīng)圖波動不大，這可能與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，經(jīng)濟(jì)體系發(fā)展完善有很大關(guān)系。但是，各脈沖響應(yīng)圖仍有細(xì)微的差別，經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平在面臨任何變量的沖擊時(shí)其波動方向都是相反的，這說明現(xiàn)階段的速度與質(zhì)量發(fā)展還不能兼顧(見圖1)。要實(shí)現(xiàn)二者的協(xié)同發(fā)展，我國應(yīng)加快供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進(jìn)程，破除無效供給，提高供給質(zhì)量和資源的配置效率，以質(zhì)量水平的提高為發(fā)展速度提供堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)和后盾。

圖2 中部地區(qū)脈沖響應(yīng)圖

與東部相對穩(wěn)定的變量關(guān)系不同，中部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)體系的不完善以及資金相對欠缺，變量之間的互動機(jī)制表現(xiàn)為沖擊后的波動較大(見圖2)。

TFP對增長速度的沖擊在初始達(dá)到了正向最大值，第1期結(jié)束達(dá)到了負(fù)向最小值。后期效用遞減，在12期之后逐漸回到水平位置；金融資源配置效率對經(jīng)濟(jì)增長速度的沖擊持續(xù)為負(fù)，在第5期達(dá)到了最小值，后期逐漸收斂，在考察期內(nèi)速度波動范圍始終不大；增長速度存在著顯著的自我加強(qiáng)機(jī)制，對自身的沖擊在第1期沖擊就達(dá)到了最大值，而后效用遞減，沖擊持續(xù)時(shí)間較長，影響較大；配置效率對增長速度沖擊持續(xù)為負(fù)，在第3期達(dá)到了最小值；質(zhì)量水平對增長速度的沖擊初始為負(fù)，在第1期達(dá)到了最小值，隨著時(shí)間推移波動從第6期開始變?yōu)檎?，但波動范圍不大?/p>

TFP對質(zhì)量水平的沖擊初始為負(fù)，在第1期達(dá)到了最小值，而后沖擊逐漸變小，在第5期變?yōu)檎蛴绊?；配置效率對質(zhì)量水平的影響持續(xù)為正，在第5期達(dá)到了最大值，波動情況在考察期內(nèi)呈倒“U”型分布；增長速度對質(zhì)量水平的沖擊持續(xù)為負(fù)，在第5期達(dá)到了最小值，波動情況在考察期內(nèi)呈“U”型分布；與增長速度的自我加強(qiáng)機(jī)制類似，質(zhì)量水平也存在明顯的自我加強(qiáng)效應(yīng)，在初始期效應(yīng)最顯著，但隨著時(shí)間的推移效用遞減，第12期后收斂至水平。

在速度與質(zhì)量的聯(lián)動性方面得到了與回歸結(jié)果類似的結(jié)論，即質(zhì)量對速度的促進(jìn)作用甚微，甚至出現(xiàn)了負(fù)向影響；速度對質(zhì)量的影響在前期也不顯著，第6期之后才顯著為正。

TFP對經(jīng)濟(jì)增長速度的影響持續(xù)為正，在前四期影響逐漸加強(qiáng)，第4期之后效用保持不變；金融資源配置效率對增長速度的沖擊持續(xù)為負(fù)，且效用逐漸加強(qiáng)，在第9期達(dá)到了最小值后保持不變；經(jīng)濟(jì)增長速度對自身的沖擊持續(xù)為正在第1期達(dá)到了最大值，服從邊際效用遞減規(guī)律在第10期之后逐漸收斂至水平；經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平對增長速度的影響持續(xù)為負(fù)，在第2期達(dá)到了最小值，后期效用遞減，第12期之后逐漸收斂。

TFP對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的沖擊持續(xù)為負(fù)，在第2期達(dá)到了最小值，后期效用逐漸減小，并且沖擊持續(xù)的時(shí)間較長；金融資源配置效率對質(zhì)量水平的沖擊持續(xù)為正，前期效用遞增，在第7期達(dá)到最大值后保持不變；增長速度對質(zhì)量水平的沖擊在首期達(dá)到了最大值后效用遞減，在第2期降為0之后保持水平，波動范圍不大；質(zhì)量水平對自身的沖擊持續(xù)為正，同樣遵循邊際效用遞減規(guī)律。

圖3 西部地區(qū)脈沖響應(yīng)圖

西部的脈沖響應(yīng)結(jié)果與東中部有著很大的不同(見圖3)。首先，變量之間的沖擊機(jī)制較為簡單，大多是在沖擊初期達(dá)到極值，后期效用遞減，較少出現(xiàn)“U”型或倒“U”型和單峰左偏曲線。其次，部分變量受到?jīng)_擊之后的較長時(shí)間里都無法恢復(fù)至均衡狀態(tài)，反映了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的自我調(diào)節(jié)能力較差。再次，在速度與質(zhì)量的聯(lián)動性方面也得到了與東中部完全不同的結(jié)論。質(zhì)量對速度的沖擊持續(xù)為負(fù)，速度對質(zhì)量的沖擊僅在前兩期為正。

(四)方差分解

方差分解是通過分析不同變量的結(jié)構(gòu)沖擊貢獻(xiàn)度來評估各變量之間的相對重要性。為了更精確分析金融資源配置效率、TFP、經(jīng)濟(jì)增長速度與質(zhì)量水平的相互影響程度和長期互動關(guān)系，我們進(jìn)一步對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分解：[注]由于篇幅限制，測算結(jié)果未在文章展示，如有興趣可向作者索要。

1.東部地區(qū)。所有的變量都存在著自我加強(qiáng)機(jī)制，在經(jīng)濟(jì)增長速度方面體現(xiàn)的尤為明顯，但是，隨著時(shí)間的推移效用遞減最終達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)；除自身外，對經(jīng)濟(jì)增長速度影響最大的變量為金融資源配置效率和質(zhì)量水平，隨著時(shí)間的推移影響程度逐漸增大，第15期之后貢獻(xiàn)率在穩(wěn)態(tài)值附近波動；對質(zhì)量水平影響最大的變量是TFP和經(jīng)濟(jì)增長速度，TFP的貢獻(xiàn)率在各期差異不大，都處于0.067附近，經(jīng)濟(jì)增長速度的貢獻(xiàn)率在考察期內(nèi)呈遞減趨勢，最后趨于穩(wěn)定值。

由此可見，質(zhì)量水平對增長速度的影響隨時(shí)間推移而逐漸增大，增長速度對質(zhì)量水平的影響卻呈遞減趨勢，說明在速度與質(zhì)量的聯(lián)動發(fā)展方面還有很大的進(jìn)步空間。增長速度的提高可以為國家積累大量的財(cái)富，從而使得國家有足夠的物質(zhì)基礎(chǔ)去改善公共設(shè)施和環(huán)境狀況，由此提高質(zhì)量水平；而質(zhì)量水平的上升又為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)，資源可以流動到回報(bào)率最高的部門，同等投入下獲得更高的產(chǎn)出，為增長速度提供動力。

2.中部地區(qū)。中部地區(qū)各變量之間也存在著自我加強(qiáng)機(jī)制，且比東部地區(qū)的加強(qiáng)作用更大，尤其是在金融資源配置效率和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平方面。

對經(jīng)濟(jì)增長速度影響最大的變量是TFP和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平，貢獻(xiàn)率在經(jīng)過15期的緩慢增大后逐漸趨于穩(wěn)定水平。盡管東中部的經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平對增長速度的貢獻(xiàn)率都處于較高水平，但中部的貢獻(xiàn)率普遍低于東部地區(qū)。

對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平影響最大的變量是金融資源配置效率和經(jīng)濟(jì)增長速度，其貢獻(xiàn)率在前20期逐漸增大，20期之后趨于穩(wěn)定值。盡管在初期中部地區(qū)增長速度對質(zhì)量水平的貢獻(xiàn)率低于東部地區(qū)，但是由于兩個區(qū)域內(nèi)貢獻(xiàn)率的變化趨勢不一致，在穩(wěn)定期中部地區(qū)的貢獻(xiàn)率還是超過了東部。

速度和質(zhì)量的相互貢獻(xiàn)率在考察期呈現(xiàn)相同的變化趨勢，即先上升后保持穩(wěn)定，但在任一時(shí)期，質(zhì)量對速度的影響程度都高于速度對質(zhì)量的貢獻(xiàn)率。

3.西部地區(qū)。與中部和東部相比，西部地區(qū)各變量之間的影響因素更為分散，各變量對經(jīng)濟(jì)增長速度和質(zhì)量水平的貢獻(xiàn)率顯著變小。這說明，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件和基礎(chǔ)設(shè)施還不完善，資源的使用效率和經(jīng)濟(jì)增長動力還有很大的提升空間，因此在整體水平上，西部的發(fā)展還是較為落后的。

在經(jīng)濟(jì)增長速度和質(zhì)量水平方面，除了受到變量自身的加強(qiáng)機(jī)制影響，其他變量對其影響甚微。在速度與質(zhì)量的聯(lián)動性方面，二者的相互影響力在考察期內(nèi)均呈現(xiàn)遞減趨勢，質(zhì)量對速度的貢獻(xiàn)率普遍低于同期的東中部地區(qū)，但速度對質(zhì)量的影響程度卻高于東中部地區(qū)。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

面板向量自回歸模型的分析結(jié)果可能會受向量中變量順序的影響，因此上述分析結(jié)果可能是變量特殊順序的產(chǎn)物。所以，為了避免分析結(jié)果的偶然性，本研究參照車維漢等(2009)的方法檢測其他可能排序方式的模型穩(wěn)健性。[注]車維漢、王茜：《1980-2006年東亞經(jīng)濟(jì)波動的原因——基于面板VAR的分析》，《財(cái)經(jīng)研究》2009年第11期。通過考察各變量的相關(guān)性來判斷各種排序的穩(wěn)健性，調(diào)換相關(guān)性最大的變量排列順序，再對比兩種結(jié)果的差異性。

VAR模型殘差的相關(guān)性檢測結(jié)果顯示，[注]限于篇幅，檢測結(jié)果從略，有興趣者可向作者索取。東部地區(qū)和西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平相關(guān)性最大，而中部地區(qū)TFP和經(jīng)濟(jì)增長速度相關(guān)性最大。因此，我們分別將上述變量的排序進(jìn)行調(diào)換后再做回歸。

對變量重新排序后的測算結(jié)果顯示，東部地區(qū)的差異主要表現(xiàn)在對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的影響上，即金融資源配置效率對質(zhì)量水平的影響占居主導(dǎo)作用，其他數(shù)值波動均很小，中西部地區(qū)測算結(jié)果變動不大。

綜上所述，盡管重新排序后的方差分解結(jié)果與之前有所不同，但差異甚微。因此，可認(rèn)為模型通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本研究中的測算結(jié)果是可信的。

三、東中西部經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)機(jī)制差異和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向

本研究利用2000-2015年的省際面板數(shù)據(jù)，基于金融資源配置效率和TFP的關(guān)聯(lián)視角，對東中西部經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的互動機(jī)制進(jìn)行了考察研究，并在運(yùn)用PVAR模型分析的基礎(chǔ)上比較了東中西部關(guān)聯(lián)機(jī)制的差異。主要結(jié)論如下：

其一，東中西部的金融資源配置效率、TFP、經(jīng)濟(jì)增長速度與經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平均存在著自我加強(qiáng)機(jī)制，即變量對自身的沖擊持續(xù)為正，這種自我加強(qiáng)機(jī)制在經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平方面體現(xiàn)的尤為明顯。這說明，經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的提高是一個良性循環(huán)的過程，為現(xiàn)階段的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提供了有力支撐。

其二，從脈沖響應(yīng)分析來看，互動機(jī)制在東中西部的異質(zhì)性主要表現(xiàn)在東中西部經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平之間的作用方向和變化趨勢各不相同。

整體來看，西部地區(qū)的脈沖響應(yīng)結(jié)果與東中部有著很大的不同。首先，西部地區(qū)變量之間的沖擊機(jī)制較為簡單，大多是在沖擊初期達(dá)到極值，后期效用遞減，較少出現(xiàn)“U”型或倒“U”型和單峰左偏曲線。其次，部分變量受到?jīng)_擊之后的較長時(shí)間里都無法恢復(fù)至均衡狀態(tài)，反映了西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的自我調(diào)節(jié)能力較差。再次，西部地區(qū)在速度與質(zhì)量的聯(lián)動性方面也與東中部地區(qū)完全不同。東中部地區(qū)表現(xiàn)為質(zhì)量對速度的作用不顯著，但速度對質(zhì)量的促進(jìn)作用明顯。西部地區(qū)體現(xiàn)為質(zhì)量對速度的沖擊持續(xù)為負(fù)，速度對質(zhì)量的沖擊僅在前兩期為正。

具體而言，東部地區(qū)變量之間的沖擊反應(yīng)較小，只有輕微波動，這或許是因?yàn)闁|部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為成熟；中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的沖擊持續(xù)為負(fù)，而經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平對經(jīng)濟(jì)增長速度的沖擊方向?yàn)橄蓉?fù)后正；西部地區(qū)的沖擊方向與中部存在很大差異，經(jīng)濟(jì)增長速度對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的沖擊持續(xù)為正，經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平對經(jīng)濟(jì)增長速度的沖擊持續(xù)為負(fù)。

其三，互動機(jī)制在東中西部的異質(zhì)性還表現(xiàn)在變量方差貢獻(xiàn)率方面。東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度受金融資源配置效率的影響最大，[注]為避免和結(jié)論第一條內(nèi)容重復(fù)，此處只分析除變量自身外，其他變量對其的影響，而不考慮變量的自我加強(qiáng)機(jī)制。達(dá)到了0.6389，經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平貢獻(xiàn)率次之；經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平主要受TFP和經(jīng)濟(jì)增長速度的影響。中部地區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長速度貢獻(xiàn)率最大的變量依次為TFP和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平，而對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平影響最大的變量為金融資源配置效率和經(jīng)濟(jì)增長速度。西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度主要受經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的影響，經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平對經(jīng)濟(jì)增長速度作用同樣顯著。

盡管在東中西三大區(qū)域內(nèi)部，經(jīng)濟(jì)增長速度和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平對彼此的貢獻(xiàn)率都較其他變量更明顯，但是在不同區(qū)域間仍有較大差距。在穩(wěn)定期，盡管經(jīng)濟(jì)增長速度對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的貢獻(xiàn)率在不同區(qū)域間差異不大，但質(zhì)量水平對增長速度的貢獻(xiàn)率卻大不相同。東部地區(qū)的貢獻(xiàn)率達(dá)到了0.563，中部地區(qū)為0.223，而西部地區(qū)僅有0.0522。這說明，在經(jīng)濟(jì)增長速度與經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平的聯(lián)動性方面，中西部地區(qū)和東部地區(qū)之間還有較大的差距。

綜上所述，由于東部地區(qū)變量之間的沖擊效應(yīng)不顯著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為完善，且考慮到TFP和金融資源配置效率已達(dá)到了瓶頸期，因此，東部地區(qū)應(yīng)積極尋找新的動力以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，重視科技創(chuàng)新，發(fā)展核心技術(shù)，適應(yīng)科技含量高的集約型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。盡管中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長速度與東部差別不大，但金融資源配置效率還存有很大的進(jìn)步空間。因此，中部地區(qū)需要在重視技術(shù)的同時(shí)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)融資結(jié)構(gòu)，將資本投入到回報(bào)率最高的行業(yè)，以實(shí)現(xiàn)資源的充分利用。針對西部地區(qū)出現(xiàn)的增長速度和資源配置效率雙低現(xiàn)象，西部地區(qū)需要進(jìn)行積極的金融結(jié)構(gòu)改革，提高中小企業(yè)的融資水平，以市場經(jīng)濟(jì)盤活西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展局面。